Посібник
.pdf2 Моделі потоків викликів
Рішення
Враховуючи, що сумарний потік буде найпростішим з параметром
10 викл/с, потрібну імовірність можна визначити за (2.20):
P 3 1 P0 P1 P2 P3 1 0,3679 0,3679 0,184 0,0613 0,019
2.5 Нестаціонарний пуассонівський потік
Якщо потік має властивості ординарності та відсутності післядії, але не має стаціонарності, - це нестаціонарний пуассонівський потік. Для нього в будь-який момент часу існує кінцевий параметр t . Якщо t – визначена функція часу, маємо потік із змінним параметром, якщо t – випадкова функція, маємо потік з випадковим параметром.
Функція t може бути безперервною або східчастою. В останньому випадку параметр потоку змінюєится стрибками в заздалегідь визначені або випадкові моменти часу залежно від виду потоку (детермінованого або випадкового).
Пуассонівський потік зі змінним параметром, як нестаціонарний,
задається сімейством імовірностей Pi t0, надходження i викликів за час
t0,t0 :
|
|
P t |
|
, |
t0, i |
|
e t0, , |
i |
|
. |
(2.27) |
||
|
0 |
|
0, |
||||||||||
|
|
||||||||||||
|
|
i |
|
i! |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
де t0, - |
математичне очікування числа викликів в інтервалі t0,t0 . |
||||||||||||
Відношення |
|
t0, |
|
є середня |
інтенсивність потоку |
викликів в цьому |
|||||||
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
інтервалі. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Для стаціонарного потоку |
t const , |
t0, , формула (2.27) |
|||||||||||
переходить у (2.16). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Модель пуассонівського потоку зі змінним параметром дозволяє при |
|||||||||||||
відповідному виборі залежності |
t |
достатньо добре описувати реальний |
Теорія телетрафіку
нестаціонарний потік, наприклад, процес надходження викликів на телефонну станцію протягом доби.
Клас пуассонівських потоків з випадковим параметром доволі широкий, оскільки можливо використання різних випадкових функцій для
завдання параметру потоку t . |
|
|
|
|
|
|
|
Розглянемо найпростіший випадок. Нехай |
східчаста функція t |
||||||
приймає кінцеву множину заздалегідь відомих |
значень |
i i |
|
, при |
|||
1,N |
|||||||
цьому i i 1.Перехід зі стану |
i з параметром |
i можливий тільки до |
|||||
сусідніх станів i 1 або |
i 1 з |
імовірностями відповідно |
p і q 1 p. |
||||
Звичайно, перехід з крайніх станів i 1 і i N |
до сусідніх відбувається з |
||||||
одиничною імовірністю. |
Тривалість стану |
i |
– випадкова величина, |
розподілена за експоненціальним законом з параметром . Як показано
вище (п. 2.4.3), в цьому випадку середня тривалість стану i дорівнює 1 .
Тобто величина характеризує частоту змінення параметру потоку i : чим більше , тим швидше змінюється параметр потоку. Імовірності p і q, в
свою чергу, визначають, як часто зустрічаються різні значення i .
2.6 Неординарний пуассонівський потік
Стаціонарний однородний потік без післядії називається неординарним
(груповим) пуассонівським. Моменти надходження викликів такого потоку формують найпростіший потік з параметром . Тому імовірність
надходження i викличних моментів в інтервалі t визначається згідно
розподілу Пуассона (2.16). В кожний викличний момент з імовірністю |
pl |
||
надходить група з l l |
|
, r однакових викликів. Величина |
l |
1,r |
називається характеристикою неординарності потоку. Можливі потоки з постійною або випадковою характеристикою неординарності.
Позначимо al pl . Тоді імовірність надходження k викликів в інтервалі t:
42
2 Моделі потоків викликів
Pk (t) e |
t |
|
(a1t) j1 (a2t) j2 |
... |
(akt) jk |
. |
(2.28) |
||||||
|
j ! |
|
j |
2 |
! |
j |
k |
! |
|||||
|
|
k |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
для усіх j , відповідающих співвідношенню k j1 2 j2 3j3 ... kjk
Тобто будь-який неординарний потік можна подати як суперпозицію k
незалежних неординарних пуассонівських потоків з постійною характеристикою неординарності l, а також відповідними параметром al та
інтенсивністю la. Величину al , таким чином, можна визначити як
інтенсивність надходження груп викликів з l викликами в кожній. Параметр та інтенсивність неординарного потоку відповідно дорівнюють:
r |
|
|
|
al, |
r . |
|
|
l 1 |
|
(2.29) |
|
r |
r |
||
|
|||
l pl l al, |
r . |
||
l 1 |
l 1 |
|
Звичайно, .
Дещо подібний до розглянутого потоку пуассонівський потік з неординарними викликами. Під неординарним будемо розуміти виклик, який
потребує для своєго обслуговування з l l 1,r, r приладів. В цьому випадку l є характеристикою неординарності виклику. Якщо інтервали між
такими неординарними викликами розподілені за експоненціальним законом,
то маємо пуассонівський потік з неординарними викликами.
Цей потік також має властивості стаціонарності та відсутності післядії.
Імовірність надходження iвикликів за час |
t |
визначається формулою |
Пуассона (2.16), а імовірність надходження |
k |
вимог на обслуговуючі |
прилади за час t – виразом (2.28). Параметр потоку викликів та інтенсивність вимог визначаються за (2.29).
Розглянуті потоки, незважаючи на багато спільних властивостей,
мають суттєві відмінності. В неординарному пуассонівському потоці кожний виклик з групи може бути обслугований окремо, його час обслуговування суворо індивідуальний та не залежить від часу обслуговування інших, навіть
Теорія телетрафіку
тих викликів, що надійшли одночасно з ним. При пуассонівському потоці з неординарними викликами усі прилади, необхідні для обслуговування одного неординарного виклику, занімаються і звільняються одночасно.
Обидва потоки слід розглядати як безпосереднє узагальнення властивостей найпростішого потоку.
Слід відзначити, що неординарні потоки в системах комутації зустрічаються досить рідко. В основному, вони мають місце при передачі телеграм та у мережах поштового зв’язку. Потоки з неординарними викликами виникають при роботі мереж інтегрального обслуговування та інтелектуальних мереж, де для передачі різних видів повідомлень може займатися різне число каналів або канали з різною смугою пропущення
(швидкістю передачі). Крім того неординарні виклики можливі у деяких телефонних станціях при здійсненні двохта чотирьохпроводних з’єднань,
якщо у другому випадку передбачено зайняття двох двохпроводних входів і виходів.
2.7 Потік з простою післядією
Ординарний потік, параметр якого r t визначається станом r t
обслуговуючої системи в момент t, називається потоком з простою
післядією або пуассонівським потоком з умовним параметром. Більшість реальних потоків відносяться до цієї групи.
r t визначається: числом зайнятих каналів обслуговування; числом вільних джерел; числом джерел, які повторюють виклики; довжиною черги.
2.7.1 Примітивний потік
Окремим випадком ППП є примітивний потік (енгсетовський, потік чистої випадковості ІІ роду).
44
2 Моделі потоків викликів
Ординарний потік, параметр якого i пропорційний кількості вільних джерел Ni у стані обслуговуючої системи i, називається примітивним:
i N i . |
(2.30) |
Де параметр (інтенсивність) джерела у вільному стані;
N - загальне число джерел; i — число зайнятих джерел.
Примітивний потік описує надходження викликів у замкнутій системі.
Модель примітивного потоку ураховує так званий ефект обмеженого числа джерел: нові виклики можуть надходити тільки від вільних джерел. Це визначає стрибкоподібне змінювання параметра потоку, причому найбільшого значення параметр досягає, коли всі джерела вільні i 0 і
найменшого, коли число зайнятих джерел сягає максимуму i N . Ця властивість примітивного потоку суттєво впливає на процес обслуговування і помітно підвищує пропускну здатність обслуговуючої системи.
Математичне очікування параметра потоку
iPi .
де Pi —імовірність того, що зайнято iджерел. Величина |
, віднесена |
||
до одного джерела |
|
||
|
|
. |
(2.31) |
|
N
визначає середню інтенсивність джерела.
Розглянемо різницю між і : Якщо від якогось джерела за інтервал
T надійшло n викликів,
tсв1 |
|
tз1 |
|
tсв2 |
tз2 |
tсвn |
tзn |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
T |
то інтенсивність джерела у вільному стані дорівнює відношенню числа викликів, що надійшли, до сумарного “вільного” часу
Теорія телетрафіку
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
1 |
, |
(2.32) |
|||||
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
tсв |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
tсвj |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
j 1 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
tсв j |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
де |
|
св |
j 1 |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Середня інтенсивність джерела |
|
|
дорівнює |
відношенню числа |
||||||||||||||
викликів, що надійшли, до всього інтервалу часу. |
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
1 |
|
|
, |
(2.33) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
T |
|
tсв tз |
|
|
n
tз j
де tз j 1 . n
Таким чином, інтенсивність джерела у вільному стані зворотно пропорційна середньому вільному часу, а середня інтенсивність джерела – середньому інтервалу між викликами.
Тобто v
Інтервал вільності має експоненціальний розподіл з параметром
P tсв 1 e t
Це означає, що нові виклики від джерела надходять випадково,
незалежно від моментів виникнення та закінчення обслуговування попередніх викликів.
Приклад 2.6.
Система обслуговує 20 джерел середньою інтенсивністю 2 викл/хв.
Визначити середнє, мінімальне і максимальне значення параметра потоку при середній тривалості зайняття 10 с.
Рішення:
46
2 Моделі потоків викликів
Середнє значення обчислюємо згідно з (2.31):
N 2 20 40викл/ хв.
Мінімальне та максимальне значення параметру примітивного потоку знаходимо:
min 0
max N
Для обчислення скористаємось формулами (2.32) і (2.33):
|
n |
|
|
|
1 |
|
|
|
|
св |
1 |
|
|
з |
1 |
|
1 |
|
1 |
хв. 20с |
|
|
|
|
t |
t |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
||||||||||||||||||
T tсв tз |
|
|
|
2 6 3 |
3викл/хв
(безумовно, значення інтенсивності та часу треба спочатку узгодити – виразити, наприклад, у хвилинах).
max N 3 20 60викл/ хв.
Примітивний потік є більш загальним випадком, порівняно з найпростішим. Зі зростанням числа джерел N і відповідним зменшенням післядія примітивного потоку скорочується. Якщо N , а 0, але так,
що N const, примітивний потік переходить в найпростіший з параметром
N . Практично уже при N 300 500 (залежно від та i) можна користуватися більш простою моделлю найпростішого потоку.
Приклад 2.7.
Потік генерується групою з 300 джерел, кожне з котрих потребує обслуговування, в середньому 2 рази за годину. Визначити імовірність відсутності викликів за 6 с. Обґрунтувати допущення.
Рішення:
Параметр одного джерела незначний (порівняно з інтервалом часу, що нас цікавить), а кількість їх велика, отже можна вважати даний потік найпростішим з параметром
Теорія телетрафіку
300 2 10викл/ хв. 60
t 10 6 1 60
P0 t e 1 0,3679.
2.8 Потік з повторними викликами
ППВ складається з потоку первинних викликів (найпростішого,
нестаціонарного пуассонівського або примітивного) та потоку повторних викликів, параметр якого визначається кількістю джерел, які повторюють виклики:
j j. |
(2.34) |
де j – число джерел, які повторюють виклики,
- інтенсивність такого джерела.
Параметр загального потоку, якщо потік первинних викликів
примітивний: |
|
ij N i j j. |
(2.35) |
Якщо , то (2.35) переходить в (2.30), тобто маємо звичайний примітивний потік:
ij N i j j N i j j N i
Але зазвичай, , (для телефонної мережі |
у 50 – 100 разів), в |
потоці повторних викликів більше коротких інтервалів |
z між викликами, що |
збільшує дисперсію потоку та число втрачених викликів (як первинних, так і повторних). Причому існує тісна кореляція між величиною z та станом обслуговуючої системи: чим більше зайнято ліній, тим більше джерел повторюють виклики, зменшуючи інтервал між ними z. Ця обставина призводить до зростання втрат.
48
2 Моделі потоків викликів
При аналізі загального вхідного потоку викликів іноді доцільно відокремити повторні виклики від первинних, а також оцінити величини і.
Як тільки що було зазначено, повторні виклики мають коротші інтервали z,
отже саме величину z можна використовувати як ознаку потоку повторних викликів.
Нехай досліджується потік викликів від N джерел і відомі момент надходження кожного виклику та номер джерела, що його надіслало.
Задамося граничиним значенням zГ . Якщо для деякого виклику значення z zГ , вважатимемо його повторним, інакше – первинним. Значення zГ слід вибирати таким чином, щоб первинні виклики утворювали потік, близький за своїми властивостями до найпростішого або примітивного (залежно від значення N ). Така процедура використовувалась на практиці і дала добрі результати [1].
2.9 Потік звільнень
Послідовність моментів закінчення обслуговування викликів дає потік звільнень. Його властивості у загальному випадку залежать від властивостей потоку, що надходить, якості роботи СМО і закону розподілу часу обслуговування.
Найпростіший і найбільш розповсюджений закон розподілу часу обслуговування – це експоненціальний:
t |
(2.36) |
Р t 1 e h , |
де h—середній час обслуговування.
Рисунок 2.3, на якому показано результати вимірювання часу зайняття абонентської лінії на АТС, підтверджує практичну прийнятність екпоненціальної моделі.
Теорія телетрафіку
Рис.2.3 – Гістограми вимірювань часу зайнять при h 60,3c, 84,4 та розмов при h 81,2c, 90,1
Основна властивість експоненціального розподілу зумовлює повну незалежність моментів закінчення обслуговування від моментів початку обслуговування викликів, що надходять. Тому властивості потоку звільнень в цьому випадку не залежать від властивостей потоку, що надходить, та якості роботи СМО, а повністю визначаються числом зайнятих каналів. Якщо в СМО зайнято k каналів (k викликів знаходяться на обслуговуванні), то імовірність звільнення i каналів за час t можна розглядати як i успішних випробувань із загального числа k незалежних випробувань і визначити згідно розподілу Бернуллі
P i, k,t Cki pi 1 p k i,
де p— імовірність звільнення одного каналу за час t.
Враховуючи (2.36), маємо:
|
|
t |
i |
|
k i t |
|
|
|
|
||||
P i, k,t Cki 1 e |
|
h |
e |
h . |
(2.37) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Імовірність того, що за час t не звільниться жоден з зайнятих каналів,
t k |
(2.38) |
P 0, k,t e h . |
а імовірність того, що звільниться хоча б один канал
50